【作　　者】
冉 渝1（副教授），李秉成2（博士生导师）

【作者单位】
1.贵州财经大学会计学院，贵阳550025；2.中南财经政法大学会计学院，武汉430074

【摘　　要】

    【摘要】本文以我国上市公司2002 ~ 2013年数据为样本，从货币政策与过度投资之间的作用机理和银行信贷对自由现金流量过度投资行为的效应两个方面论述货币政策与过度投资的关系。研究发现，宽松的货币政策是提升企业过度投资水平的“幕后推手”，自由现金流量与银行信贷在货币政策与企业过度投资行为之间起着中介作用。在紧缩的货币政策环境下，银行信贷体现出对过度投资的“治理效应”；在宽松的货币政策环境下，银行信贷没有表现出相机治理作用。
【关键词】货币政策；  投资效应；  治理效应； 过度投资
【中图分类号】F235.1           【文献标识码】A           【文章编号】1004-0994（2016）21-0003-7、引言
货币政策对企业投资效率有着直接的影响。宽松的货币政策一方面能够通过改善信贷配给和降低市场利率来减少企业融资约束，另一方面能够给企业带来比紧缩期更好的投资机会，进而提高其投资效率。但是，企业过度投资和投资不足两种低效率投资行为在货币政策背景下的行为逻辑和表现应该会有所不同。根据资本逐利规律，企业的投资动机及投资行为首先应受到其占有资金多少的影响。那么，在宽松的货币政策环境下，企业过度投资行为会产生怎样的变化，货币政策和过度投资之间的影响路径究竟是什么？
近年来，学者们围绕银行信贷等企业债务对过度投资行为的相机治理作用展开了研究，但并未得到一致结论。唐雪松等（2007）、廖义刚（2012）、刘婷和郭丽虹（2015）认为银行信贷能够通过降低企业自由现金流量，进而降低其过度投资水平。而李枫等（2008）、黄珺等（2012）则指出，由于我国银企关系设计与国外的差异以及我国国有企业产权特征等因素，银行信贷没有表现出对自由现金流量过度投资行为的制约作用。此类研究的实证设计取自类似的资本市场数据，为何却出现不同的研究结论？银行信贷到底对自由现金流量过度投资行为表现出何种作用？
为了研究以上问题，本文以2002 ~ 2013年我国A股上市企业数据为样本，对货币政策与企业过度投资行为之间的作用进行了探讨，同时结合货币政策背景考查了银行信贷对自由现金流量过度投资行为的不同效应。本文的贡献在于：一是系统分析了货币政策对企业过度投资行为的作用路径和影响机理；二是结合宽松和紧缩的货币政策背景，对银行信贷对自由现金流量过度投资行为的相机治理作用进行了辨识与分析。
二、理论分析及研究假设
（一）货币政策、自由现金流量与过度投资
1. 货币政策与自由现金流量。Jensen（1986）将自由现金流量定义为“公司现金中用于能够产生正的净现值项目后用相关资本成本进行折现的现金流量”。近40年来，自由现金流量的内涵在不断发展。Francis et al.（2000）认为自由现金流量等于经营现金流量减去资本性支出及优先股股利。Richardson（2006）指出自由现金流量等于企业经营活动产生的现金流量减去维持性投资及上年预期投资的差额。汤谷良（2002）指出自由现金流量是在企业持续经营的基础上，用经营现金流量减去必要的资本性支出的差额。同时，强调自由现金流量没有统一的标准，应基于不同主体的立场有所调整。张敦力等（2014）提出，自由现金流量还应包括扩大投资所增加的流动资金、用于履行保护环境和恢复生态等社会责任所增加的投资所需资金。
自由现金流量的内涵至今没有被统一界定。但是能够被广泛接受的自由现金流量，是指企业日常经营活动产生的现金流量，即企业自由现金流量来自销售商品、提供劳务产生的有效产出。宽松的货币政策通过资产价格及信贷渠道提高企业有效产出，基于企业主营业务活动的有效产出无疑是自由现金流量的基本来源。另外，自由现金流量的减项包括维持性资本支出和新增资本支出两个部分。维持性资本支出相对稳定，一般不会有大的变化；而新增资本支出是指净现值为正、必要的资本支出或者基于上一年度增长机会和财务能的预期投资，这个减项强调的是在持续经营的基础上能够由企业财务能力负担的资金支出。因此，自由现金流量的减项是相对稳定和理性的。
基于此，本文提出假设1：宽松的货币政策会提高企业的自由现金流量。
2. 货币政策与过度投资。探讨货币政策与过度投资行为的基础是明确导致过度投资行为发生的代理冲突理论及实践存在的客观性。Jensen（1986）、 Jensen和Murphy（1990）研究发现，经理对地位、权力、薪酬的内在追求与企业规模成正比，因此偏好建立个人帝国。Devereux和Schiantarelli （1990）的研究表明，规模较大的企业存在更强的投资—现金流敏感性，这表明大规模公司更可能存在“经理帝国主义”现象。Bebchuk和Stole（1993）指出，经理的短期机会主义可能导致投资过度。何金耿和丁加华（2005）、支晓强和童盼（2007）、高雷和张杰（2011）、李小荣和张瑞君（2014）等分别对我国上市公司代理成本存在的客观性及其影响进行了分析和检验。
过度投资行为脱离了传统投资理论框架的假设，股东与经理、债权人与股东间的代理冲突是企业过度投资的主要原因。现代社会以分工为基础构建微观经济体系与形态，决定了基于契约安排的公司治理机制和管理模式的普遍存在。因此，引发过度投资行为的动因是客观存在的。
企业资本投资资金主要来自两个途径：一是企业自我创造的利润积累；二是外部负债融资。宽松的货币政策通过资产价格渠道和信贷渠道能够降低融资成本，增加社会需求，进而扩大企业有效产出。此时，企业自由现金流量和银行信贷资金都得以增加。这两个来源的资金都是企业拥有控制权的、能够基于企业目标支配的经济资源。对作为支配主体的企业来说，本文称之为“资金占有”。基于资本逐利规律及代理成本的客观存在，企业资金占有量越大，意味着可能用于过度投资的资金越多，过度投资行为可能更严重。
基于此，本文提出假设2：宽松的货币政策能够导致更严重的过度投资行为。
3. 自由现金流量在货币政策与过度投资之间的中介作用。Jensen（1986）指出，过度投资行为是指将自由现金流投资于净现值为负的项目。当企业有充沛的自由现金流时，过度投资行为更加严重。虽然后续的研究并不认为过度投资仅限于自由现金流量的投入，而主要指企业实际投资与理性投资的差额（Richardson，2006；Biddle et al.，2009），但是该文对自由现金流量与过度投资的关系做了明确的描述。
股东与经理人、股东与债权人以及大小股东之间的代理冲突，都可能导致企业的自由现金流量被用于过度投资。Titman et al.（2004）研究发现，资本投资大量增加的企业，未来市场价值下降。在高现金流、低负债比率的公司中，过度投资行为更严重。Degryse和Jong（2006）对荷兰上市公司的研究发现，低成长机会的公司具有更大的投资—现金流敏感性，其原因在于自由现金流量导致了经理人的过度投资。张功富（2007）的研究结果显示，自由现金流量水平与过度投资行为具有显著的相关性。徐晓东和张天西（2009）指出，在企业投资过度的情况下，自由现金流越多、代理成本越大的企业过度投资现象越严重。
以上文献证明了自由现金流量对过度投资的影响，但需要明确的是，按照自由现金流量的定义，在宽松的货币政策环境下，企业有效产出增加才能提高自由现金流量水平，企业经理人或者股东才有用于过度投资的资金来源。因此本文认为，这三者的作用路径应是：货币政策越宽松，自由现金流量越多，过度投资越严重。
基于此，本文提出假设3：自由现金流量在货币政策对企业过度投资的影响中起到中介作用。
（二）货币政策、银行信贷与过度投资
1. 货币政策与银行信贷。货币政策信贷传导理论解释了宽松或者紧缩的货币政策与社会投资、产出及总需求之间的作用机理。具体而言，在传导机制中，银行贷款渠道与资产负债表渠道都能够对企业依赖外部融资的投资行为产生一定影响。由于商业银行的资产和负债业务一样，具有独特的政策传导功能，并且商业银行贷款与其他金融资产（如债券）不能完全替代，特定类型的融资需求只能通过商业银行信贷得到满足。
Stiglitz和Weiss（1981）指出，在信贷配给均衡的状态下，货币政策可以有效改变信贷供给量，从而影响投资支出。Bernanke和Blinder（1992）研究发现，中央银行可以通过货币政策运作缩小银行准备金规模，从客观上提高商业银行提供贷款的能力，从而使那些依靠贷款融资的个人和企业的资金需求得到满足，其支出水平将随之提高。孙建军和王兴龙（2012）认为我国商业银行在银行信贷渠道中发挥着重要作用。李秉成和祝正芳（2013） 研究发现，货币供应量与企业向商业银行和非银行金融机构借入的资金正相关。
基于此，本文提出假设4：宽松的货币政策会提高企业的银行信贷资金水平。
2. 银行信贷与过度投资。国内外文献对企业负债、银行及商业信贷与过度投资行为有了较充分的论述，普遍的观点是债务治理功能能够抑制企业的自由现金流量过度投资行为。但就银行信贷本身而言，基于资本逐利规律和委托代理理论的基本逻辑，企业拥有较多的“资金占有”时，投资的动机只是债务边际成本和投资边际收益权衡的结果。如果过度投资行为在短期内并没有降低企业业绩，或者反而提高了其价值（詹雷等，2013），债务还本付息的压力能够由企业盈利能力或者其他原因补偿，投资冲动将在管理者行为选择时占优。此时，基于代理成本的银行信贷资金将和自由现金流量一样，成为过度投资行为的资金来源。
张功富（2007）指出，我国大部分上市公司由国有企业改制而来，其“内部人控制”现象十分严重，使得债权在某种程度上成为一种“软约束”。黄乾富和沈红波（2009）将企业债务分为商业信贷、银行借款，分别考查了其对过度投资的作用。文章没有检验出银行借款与过度投资的负相关关系，他们认为，由于政治干预及破产机制的不完善，我国上市公司存在预算软约束的现象，因此，银行借款对过度投资的制约能力下降。周旭和王丽娟（2011）指出，负债的代理成本增大和债权约束机制不健全，是我国债务治理效应不显著的原因。
以上文献支持了银行信贷对企业过度投资的正向影响。需要指出的是，文献在研究设计中，只是单纯考查了银行信贷与过度投资变量间的关系，但是在理论分析时却基于负债对自由现金流量过度投资行为的相机治理作用进行逻辑推导，即这部分文献的理论分析和研究设计存在错位的情况。不过即便是单纯从数据检验的角度，这些文献也对银行信贷与过度投资的作用关系提供了经验证据。另外，有文献认为，银行信贷对过度投资水平的提高或者抑制作用，应该结合我国债务治理效应的宏观基础是否与西方市场经济发展比较完善的国家相一致来分析，这一观点有一定的合理性，但是我们更应该关注银行信贷与过度投资本身的基本逻辑。
就银行信贷与过度投资两者之间的关系来看，在货币政策宽松时，由于社会需求扩大及融资约束的改善，企业的资金成本率可能会小于其投资收益率。企业能够通过争取流动资金贷款增加存货投资，也可以通过项目贷款增加生产线，提高产出能力。有效产出的增加提高了企业现金流的创造能力，当日常经营活动的边际收益大于银行借款的边际成本时，意味着企业“资金占有”绝对值同比增长。此时，基于资本逐利规律和代理冲突基础的解释，股东和经理人将有更多的资源和信心进行过度投资。也就是说，货币政策宽松时，企业自身的收益增量很可能补偿银行信贷成本及应对流动性的压力。此时，银行信贷将更多体现出“投资效应”。结合假设4，本文认为货币政策、银行信贷与过度投资的作用机理应表述为：货币政策越宽松，银行信贷越多，过度投资越严重。
基于此，本文提出假设5：银行信贷是宽松的货币政策与过度投资的中介变量。
（三）货币政策、债务治理与过度投资
上文阐述了银行信贷“投资效应”成立的主要逻辑。文献提出，我国银企关系设计及破产机制不完善等原因造成的预算“软约束”是“投资效应”存在的制度性因素。但是我国银行信贷对上市公司自由现金流量过度投资行为的“治理效应”又应该如何解释呢？
银行信贷的“治理效应”理论来自传统公司治理理论中关于债务杠杆的描述。Jensen和Meckling（1976）指出，债务杠杆的存在将可能被经理人滥用的现金流分配至债权人，其可控现金流减少，代理成本得以降低，来自债权人的监督将进一步提升企业价值。Jensen（1986）指出，经理人牟取私利的直接方式是扩大企业规模，构建“企业帝国”，这有助于他们获得更多的在职消费以及其他隐性激励，但是负债产生的破产威胁会制约其过度投资行为。Stulz（1990）认为，银行信贷所约定的本息支付能够减少经理层可自由支配的现金流，同时债权人也会在债务合同中增加限定性条款，从而抑制经理人的过度投资行为。Mcconnell和Servaes（1995）、Lang  et al.（1996）等研究发现：债务融资能有效约束管理层滥用自由现金流的过度投资行为，降低股东与经理之间的代理成本，从而具有相机治理作用。何源和白莹（2007）指出，控股股东持股比例越高，企业过度投资趋势越弱，同时负债融资能够抑制控股股东过度投资行为。廖义刚（2012）研究发现，银行信贷降低了自由现金流过度投资水平，但主要是短期借款发挥了约束作用。杨棉之和马迪（2012）的研究结论显示：资产负债率与短期负债率能抑制过度投资。
但是也有文献提出了相反的证据。李枫和杨兴全（2008）研究发现，债务融资比率及银行信贷在非国有企业样本中表现出对过度投资的抑制作用，在国有企业样本中却推动了过度投资行为，而对于样本整体，债务融资和银行信贷都没有表现出对过度投资的抑制能力。蔡吉甫（2009）指出，基于社会稳定目标追求的政府干预及我国银行的国有产权属性产生了银行信贷对上市公司的“软约束”，因此银行信贷失去了应有的治理功能。黄珺和黄妮（2012）的研究发现，银行借款没有发挥对自由现金流量过度投资的治理作用，反而在10%的显著性水平上与其显示出正相关关系。本文认为，我国商业银行产权的同属性与目标多元性使我国债权治理的市场化和产权制度基础有别于国外的市场环境，导致房地产上市公司的贷款缺乏风险约束。另外，我国银企关系设计并不涉及更多的公司治理，因此，债权人监督和融资约束的弱化，导致银行借款成为“另一种自由现金流”。
综上，对于我国上市公司的银行信贷是制约还是推动了过度投资行为，文献有较多的争论，这里有三个问题需要梳理。第一，Jensen和Meckling（1976）、Stulz（1990）等西方文献主张的债务治理效应阐述的是其抑制了自由现金流量对过度投资的推动作用，强调债务本息支付降低了自由现金流量水平，从而约束了基于自由现金流量的过度投资行为，即债务治理针对的是自由现金流量导致的过度投资行为。但是国内部分文献忽略了“债务—自由现金流量—过度投资”之间的作用机理，而是单纯考查“债务—过度投资”的关系，并且得出我国银行信贷没有债务治理功能的结论。第二，通过“债务—自由现金流量—过度投资”路径考查。对于债务未能约束过度投资行为的情形，政府干预、银企关系设计等可以在一定程度上解释其原因，但是基于自由现金流量过度投资的理论分析与实证检验结论存在矛盾。同时，债务“软约束”的解释只是对实证检验结论的补充说明，并没有数据对“软约”本身进行检验。而来自同一资本市场类似样本数据得出的相反结论无疑也是对“软约束”理论解释的质疑。第三，主张债务能够对过度投资发挥治理效应的观点强调，银行信贷固定偿付本息的契约形式能够有效降低企业的自由现金流量，从而抑制过度投资行为；同时，银行信贷作为一种担保机制，能够抑制经理人的懈怠行为，优化企业决策。但是，这部分文献忽略了企业收益与银行信贷之间的问题。
本文认为，银行信贷对自由现金流量过度投资行为的债务治理效应取决于企业边际收益和银行信贷边际成本之间的数量关系。银行信贷与自由现金流量对过度投资检验的模型中，银行信贷降低自由现金流量过度投资水平是通过两者的交乘项检验实现的。当交乘项系数为负，并且自由现金流量的系数为正时，银行信贷对过度投资的调节效应降低了自由现金流量对过度投资的影响，此时银行信贷的“治理效应”显现出来。治理效应的本质是银行信贷的利息支出降低了企业自由现金流量，从而冲击了自由现金流量对过度投资的影响，但是银行信贷和自由现金流量之间并不存在绝对的互斥关系。自由现金流量来自企业经营活动产生的现金流量，信贷利息支出来自筹资活动的现金流出。如果企业经营活动的边际收益率大于资金成本边际增长，企业收益在补偿了资金成本后，经营活动产生的现金流量或者说自由现金流量的绝对值仍然在增加；反之，只有当企业经营活动的边际收益率小于或者等于资金成本率时，信贷的利息支出才会导致经营活动产生的现金流量、自由现金流量的绝对值减少。
从货币政策宏观环境来看，货币政策传导理论认为，紧缩的货币政策会导致信贷规模缩减和资金成本上升，从而抑制企业存货投资和固定资产投资，企业有效产出减少。由于固定成本的存在，企业经营活动的投资回报率也会降低，资金成本率上升。此时债务本息增加和自由现金流量降低的双重压力将凸显出银行信贷对自由现金流量过度投资行为的抑制作用，银行信贷对自由现金流量的治理效应得以显现。
基于此，本文提出假设6：在紧缩的货币政策时期，银行信贷资金对自由现金流量过度投资水平的作用显著异于宽松的货币政策时期。
三、研究设计
（一）研究样本与数据
考查货币政策对企业过度投资的影响，需要区分货币政策紧缩、宽松等各政策窗口期可能产生的不同作用，本文选取2002 ~ 2013年我国A股上市企业数据为研究对象。2002 ~ 2013年度间，根据本文采用的货币政策衡量指标，宽松期和紧缩期各有6个年度。按照研究惯例，本文剔除了金融保险类以及数据缺失的企业，共得到9156个研究样本。研究所需数据主要来源于CSMAR 数据库，并结合色诺芬数据库进行补充整理。广义货币供应量数据来源于国家统计局网站，使用Stata 11.0进行统计分析。
（二）变量定义
1. 货币政策类型的界定和松紧度衡量。本文参考朱新蓉和李鸿含（2013）的观点，按照广义货币供应量的增长率是否超过17%来定义货币政策紧缩和宽松的两种状态。即当广义货币供应量同比增长率大于17%时，定义货币政策变量MP为1，表示宽松的货币政策；当广义货币供应量同比增长率小于17%时，定义货币政策变量MP为0，表示紧缩的货币政策。
2. 企业过度投资指标的选取与检验。本文沿用Richardson（2006）的方法估算企业过度投资，构建如下模型：
Invt=α0+α1TobinQt-1+α2Levt-1+α3Casht-1+α4Aget-1+α5Sizet-1+α7Rett-1+α8Invt-1+􀰑Industry+􀰑Year+ε
其中：Invt是t年企业实际资本投入量，等于固定资产、在建工程及无形资产当年的增加额，用总资产标准化；Tobin Qt-1为企业上一年度的托宾Q值；Levt-1为企业上一年度的资产负债率；Casht-1为公司上一年度期初库存现金、银行存款和短期投资之和；Aget-1为公司年龄，指公司上市日起至2013年的时间段在各样本公司时间序列数据中的年度差异；Sizet-1为上一年度公司规模，用企业总资产的对数表示；Rett-1为上一年度公司股票的市场回报率。另外，模型中加入了行业变量（Industry）和年度变量（Year）。
通过样本数据对该模型回归，可以计算出各企业在t年理性的资本投入量；然后，用各企业t年的实际投资额减去理性投资额，就可以得到残差ε，即为非理性投资部分。如果该残差大于0，则表示企业存在过度投资。残差越大，过度投资就越严重，即为本文所估计的变量过度投资（Over_Inv）。本文研究只限于过度投资样本。
3. 企业自由现金流量的定义。参照杨华军和胡奕明（2007）的做法，本文定义自由现金流量等于公司经营活动产生的现金流量净额减去累计折旧、累计摊销和预期新增投资之后的余额，并用总资产标准化。其中，预期新增投资为过度投资计算模型中估算的预期资本投资。
4. 银行信贷资源配置指标的定义。企业获取银行信贷一般有短期借款和长期借款之分，本文以短期借款和长期借款加总作为银行信贷指标，并用总资产标准化。
（三）回归模型的设定
为了考查货币政策、自由现金流量与企业过度投资之间的作用机理，本文根据Baron和Kenny（1986）、温忠麟等（2004）提出的中介变量依次检验法予以检验，模型控制变量的设计参考靳庆鲁（2012）的做法。所有的解释变量均做滞后一期处理。为了检验假设1、假设2及假设3，本文需要构建以下三个模型：
Fcft=β1+aMPt-1+β2Roet-1+β3Sizet-1+β4Aget-1+
β5Levt-1+β6Rett-1+β7BMt-1+􀰑Industry+ε  （1）
Over_Invt=β1+cMPt-1+β2Roet-1+β3Sizet-1+β4Aget-1+
β5Levt-1+β6Rett-1+β7BMt-1+􀰑Industry+ε   （2）
Over_Invt=β1+c"MPt-1+bFcf+β2Roet-1+β3Sizet-1+
β4Aget-1+β5Levt-1+β6Rett-1+β7BMt-1+􀰑Industry+ε  （3）
模型中a、b、c、c"用以检验紧缩的货币政策（MP）、自由现金流量（Fcf）与企业过度投资（Over_Inv）三者之间的关系。具体检验步骤是：①如果模型（1）中的a不显著，即表明解释变量（宽松的货币政策）与中介变量（企业自由现金流量）之间不存在解释关系，则自由现金流量的中介效用不存在，该中介效用检验停止；如果显著，则利用模型（2）和模型（3）进行检验；②如果模型（2）和（3）中的c和b不显著，则中介效用不存在；如果c和b显著，且c"不显著，说明中介变量（企业自由现金流量）起到完全中介作用；如果c"显著，则说明自由现金流量起到部分中介作用。
根据假设1、假设2和假设3，预计模型（1）中货币政策（MPt-1）系数、模型（2）中货币政策（MPt-1）系数、模型（3）中货币政策（MPt-1）系数与自由现金流量（Fcf）系数显著为正。
与以上三个模型类似，为考查货币政策、银行信贷与企业过度投资之间的作用路径，本文构建以下三个模型：
Loant=β1+aMPt-1+β2Roet-1+β3Sizet-1+β4Aget-1+
β5Levt-1+β6Rett-1+β7BMt-1+􀰑Industry+ε （4）
Over_Invt=β1+c"MPt-1+β2Roet-1+β3Sizet-1+β4Aget-1+
β5Levt-1+β6Rett-1+β7BMt-1+􀰑Industry+ε    （5）
Over_Invt=β1+cMPt-1+bLoan+β2Roet-1+β3Sizet-1+
β4Aget-1+β5Levt-1+β6Rett-1+β7BMt-1+􀰑Industry+ε （6）
此模型与以上中介变量依次检验的方法及步骤相同。根据假设2、假设4、假设5，预计模型（4）中货币政策（MPt-1）系数、模型（5）中货币政策（MPt-1）系数、模型（6）中货币政策（MPt-1）系数与银行信贷（Loan）系数显著为正。
为考查银行信贷对自由现金流量过度投资行为的抑制作用在货币政策紧缩期和宽松期的显著差异，构建模型（7）检验假设6：
Over_Invt=α1+β1Fcf+β2Fcf×Loan+β3Loan+β4Roe+
β5Size+β6Age+β7Lev+β8Ret+β9BM+􀰑Industry+􀰑Year+ε
 （7）
根据假设6，我们按照广义货币政策紧缩和宽松的两种状态划分子样本。依据本文的货币政策变量定义，我们确定2002年、2004年、2006年、2007年、2012年和2013年为货币政策紧缩期；2003年、2005年、2008年、2009年、2010年和2011年为货币政策宽松期。我们预期，在货币政策紧缩期，自由现金流量系数为正，自由现金流量与银行信贷的交乘项系数显著为负；在货币政策宽松期，自由现金流量系数亦显著为正，但是自由现金流量与银行信贷的交乘项系数显著异于货币政策紧缩期样本。
四、实证结果与分析
（一）描述性统计
主要变量描述性统计结果见表 1。
由表 1可知：企业过度投资均值为0.76，中位数为0.44，说明我国较少比例的上市公司存在严重的过度投资行为。自由现金流量指标均值为0.74，中位数为0.43，这一指标与过度投资指标相对应，在一定程度上说明了自由现金流量是企业过度投资的源泉。银行贷款指标的均值为0.24，中位数为0.22，这与饶品贵（2013）的结果类似。货币政策指标均值为0.50，说明我国在2002 ~ 2013年期间，实行的是稳健的货币政策，这与国家货币政策宏观调控的基调是一致的。净资产收益率均值为0.07，中位数为0.05，表明过度投资样本公司的权益报酬较低。另外，该指标最小值为-29.88，最大值是221.4，说明过度投资公司盈利能力的两级分化非常严重。过度投资样本公司年龄均值为2.17，说明新上市公司基于业务扩张的需要更可能发生过度投资行为。资产负债率均值为0.60，中位数为0.53，表明过度投资的上市公司存在较重的财务压力。股票回报率指标表明了2002 ~ 2013年过度投资上市公司资本市场的投资回报率情况，其均值为0.033，中位数为0.02，这可能是由于资本市场对企业的过度投资行为持消极态度。账面市值比均值为0.71，中位数为0.70，意味着过度投资的上市公司可能没有得到市场的认可。
（二）实证结果与分析
1. 货币政策、自由现金流量与过度投资。表2是货币政策、自由现金流量及过度投资中介变量检验的回归结果。
模型（1）解释了货币政策与自由现金流量的关系。货币政策系数为0.211，且在1%的水平上显著为正，说明采取宽松的货币政策会增加企业自由现金流量，这验证了本文的假设1。控制变量中，净资产收益率的系数为0.00122，在1%的水平上显著为正，显示了净资产收益率与自由现金流量间的正相关关系。公司年龄显示为0.0655，在1%的水平上显著为正，表明公司上市时间较长后，自由现金流量也会增加，这可能是因为企业上市后利用上市公司的市场地位，使得其盈利能力增强。股票回报率系数为0.0891，在1%的水平上显著，表明市场回报率较高的企业，自由现金流量也较高，符合市场对公司股票价值认同的一般规律。模型（2）解释了货币政策与过度投资的关系。货币政策系数为0.211，在1%的水平上显著为正，说明采取宽松的货币政策会提高企业的过度投资水平，这验证了本文的假设2。净资产收益率的系数为0.00119，在1%的水平上显著为正，说明企业自有收益是过度投资的重要推动因素。公司规模系数为-0.124，在1%的水平上显著，进一步检验了资产规模大的企业过度投资水平较低，这与描述性统计的分析结果一致。公司年龄为0.0463，结合模型（1）公司年龄与自由现金流量的检验结果，意味着较大年龄的上市公司自由现金流量更多，更可能进行过度投资。资产负债率系数为0.125，在1%的水平上显著为正，表明企业通过商业信贷、银行信贷等方式增加的债务融资提高了过度投资水平。账面市值比系数为0.215，在1%的水平上显著为正，意味着公司资产价格提高，过度投资行为也会增加。这与货币政策资产价格传导理论一致，公司资本市场的资产价格提高，企业投资水平将增加。
模型（3）解释了自由现金流量在货币政策与企业过度投资行为之间的中介作用。货币政策系数为0.0102，且在1%的水平上显著为正。比较模型（2）货币政策系数（0.211）可知，宽松的货币政策对过度投资的解释能力显著下降。而自由现金流量的系数为0.953，在1%的水平上显著，这意味着宽松的货币政策对过度投资的影响至少有一部分是通过中介变量（自由现金流量）实现的，验证了假设3。
2. 货币政策、银行信贷与过度投资。表3是货币政策、银行信贷与过度投资中介变量检验的回归结果。

模型（4）解释了货币政策与银行信贷的关系。货币政策系数为0.0207，在1%的水平上显著为正，说明采取宽松的货币政策会增加对企业的银行信贷，这验证了本文的假设4。控制变量中，净资产收益率系数为0.000209，在5%的水平上显著，说明归属于所有者的盈利越高，企业越容易获得银行贷款。公司规模的系数为0.0243，且在1%的水平上显著，表明公司规模越大，企业越容易获得银行贷款，很多文献也将这个指标作为融资约束的代理变量。
模型（5）显示了货币政策与过度投资的回归结果，货币政策系数为0.211，在1%的水平上显著。其他回归系数与模型（2）类似，这里不再赘述。
模型（6）解释了银行信贷在货币政策与企业过度投资行为之间的中介作用。货币政策系数为0.216，在1%的水平上显著。而银行信贷系数为0.320，在1%的水平上显著，这意味着宽松的货币政策对过度投资的影响至少有一部分是通过中介变量（银行信贷）实现的，验证了假设5。结合模型（3）发现，在货币政策宽松期，由于企业能够通过自由现金流量的边际增加缓解银行信贷资金成本对自由现金流量的冲击，企业整体资金占有量增加。此时，银行信贷对过度投资发挥着“另一种自由现金流量”的功能。
3. 货币政策、债务治理与过度投资。表4是货币政策、债务治理与过度投资的回归结果，目的是分别检验在货币政策紧缩和宽松时期，银行信贷对自由现金流量过度投资行为的作用关系。

模型（7）中被解释变量为过度投资，解释变量为银行信贷和自由现金流量的交乘项。结果显示，在货币政策紧缩样本中，自由现金流量系数为0.927，在1%的水平上显著，交乘项系数为-0.0835，在1%的水平上显著，表明当采取紧缩的货币政策时，银行借款会约束企业自由现金流量的过度投资行为。在货币政策宽松期，银行信贷和自由现金流量的交乘项为正，但是没有达到最低的显著性水平，这验证了本文的假设6，说明当货币政策处于紧缩或者宽松的不同状态时，企业融资成本和有效产出变化导致的银行信贷成本与自由现金流量之间的数量关系不同，对过度投资行为的影响不同。需要注意的是，在货币政策宽松期，虽然交乘项没有达到显著性水平，但检验结果显示系数为正，这意味着在货币政策宽松期，银行信贷对自由现金流量过度投资行为没有起到抑制作用，这可能是近年来关于我国资本市场企业债务对过度投资行为的治理效应的研究出现不同结论的原因。
五、稳健性检验
本文拟采用稳健回归方式进行稳健处理。进行OLS回归时，不可避免地会出现异方差现象，这可能导致考查的变量系数显著性水平存在估计误差。因此，本文在多元回归分析中均进行稳健（Robust） 处理，以控制系数估计时的标准误问题。经过稳健回归检验，结果基本不变（表略，结果备查）。
六、研究结论
本文研究发现，基于契约安排的公司治理机制和管理模式的普遍性决定了代理成本的客观存在，此时企业“资金占有”水平的高低成为过度投资行为的幕后推手。在宽松的货币政策环境下，企业融资成本降低，同时社会需求增加，企业存货投资和产能的扩充增加了企业自由现金流量，企业过度投资行为变得更严重。从宏观环境和微观企业行为互动机理的视角来看，自由现金流量在货币政策与过度投资之间起到了中介作用；而银行信贷对过度投资也起到了类似的中介作用，宽松的货币政策增加了企业信贷资金量，拥有更多信贷资金的企业在下一年度同样提高了过度投资水平。
进一步，本文讨论了银行信贷对自由现金流量过度投资行为的相机治理效应。在紧缩的货币政策时期，由于企业有效产出减少及资金成本率上升，经营活动的边际增长小于银行信贷的借贷成本边际增加，银行信贷体现出对自由现金流量过度投资的治理效应；而在宽松的货币政策时期，银行信贷与自由现金流量的交乘项没有显示出对过度投资的负相关关系，进一步说明了银行信贷债务治理效应成立与否的根本逻辑。

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